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Introducción
El género es una variable que cobra cada vez más importancia en el campo de la salud pública (Estrada & Sánchez-Alfaro, 2011). Así mismo, se reconoce la necesidad de vincular a los hombres en relaciones más equitativas (Organización Panamericana de la Salud [OPS], 2010). La masculinidad hegemónica ha tomado relevancia, en cuanto se considera un componente esencial para explicar la violencia estructural y la salud pública (Scott-Samuel, Stanistreet, & Crawshaw, 2009).
Históricamente, el estudio del género se ha centrado en las mujeres, desdibujando la importancia de abordar lo que sucede alrededor de los hombres (Burin & Meler, 2000). Por esto, el presente estudio busca incorporar únicamente varones. Las perspectivas socioconstruccionistas comprenden las masculinidades como una construcción que se aprende y se practica en el devenir cultural, histórico y social, por lo que no son estáticas, ni son las mismas siempre y en todas partes (Faur, 2004). Siguiendo a Hernández (2008), “es, más bien, la masculinidad que ocupa la posición privilegiada en un modelo prescriptivo dado de relaciones de género, una posición siempre en disputa” (p.125).
Cuestionar el rol de género tradicional se considera una amenaza al privilegio y poder social del hombre heterosexual y a la masculinidad hegemónica. En este sentido, se puede comprender que los hombres homosexuales sean percibidos de forma más negativa que las mujeres homosexuales. Por lo tanto, las diferencias de género no están dadas por el sexo biológico sino por las actitudes del rol de género que se desarrollan a través del proceso de socialización y crianza (Cruz, 2007; Kerns & Fine, 1994).
Una masculinidad hegemónica puede relacionarse con el mantenimiento de una estructura social autoritarita que incluye los roles de género tradicionales como la superioridad de los hombres sobre las mujeres y que aquellos que no cumplen con este criterio sean considerados débiles o femeninos como los homosexuales (Cruz, 2007). Un análisis de varios discursos de figuras de poder en Colombia y de normatividades que penalizaban la homosexualidad, encuentra consistencias de la expresión de la masculinidad hegemónica, que se recalca en el mantenimiento de una estructura social heteronormada (Bustamante, 2013).
Esta estructura de poder somete a otras expresiones de la masculinidad que no se ajustan al modelo de comportamiento, valores y prácticas propios de la masculinidad hegemónica. Análisis de los ingresos económicos de diferentes grupos de hombres, encuentran que aquellos con bajos ingresos tienen menores oportunidades en educación, en el empleo formal y la salud. Estas situaciones afectan condiciones como el ser proveedor de la familia, contar con dinero para trabajar un cuerpo que se parezca al modelo social dominante de belleza masculina y, entre otros, sufren el rechazo, la discriminación y la violencia por parte de otros hombres de sectores más altos quienes son generalmente sus patrones y los explotan laboralmente (Bard, 2016).
La presión que pueden sentir algunos hombres para adquirir o acercarse al estándar de la masculinidad hegemónica trae diferentes consecuencias, como: una baja autoestima (Davis, 1987), depresión (Good & Mintz, 1990) y violencia de pareja (Jakupcak, Lisak, & Roemer, 2002). Levant y Richmond (2007) advierten que los hombres exhiben mayor arraigo a los roles de masculinidad hegemónica que las mujeres. En efecto, intervenciones para disminuir el malestar de la masculinidad hegemónica en los varones se orientan a un proceso reflexivo que la cuestione, al tiempo que se proponen alternativas para explorar y empoderarles en trabajar por la equidad de género; por ejemplo, cuando la masculinidad hegemónica es un elemento importante de la comprensión de la violencia (Jewkes et al, 2015) y el acceso a cuidados en salud (Torres-Pagán & Toro-Alfonso, 2017).
Antecedentes de medición de masculinidad hegemónica
David y Brannon (1976) definieron cuatro factores de la masculinidad hegemónica que incluyen: evitación de lo femenino, tener éxito y logros continuamente, no mostrar signos de debilidad y buscar la aventura incluso a riesgo de violencia. Bajo estos supuestos se desarrolló la escala de masculinidad Brannon Masculinity Scale (Brannon & Juni, 1984). Posteriormente, para evitar la redundancia entre escalas e incluyendo el rechazo y el odio hacia personas homosexuales y las actitudes hacia el sexo, se propone la primera versión del Male Role Norms Inventory (MRNI) (Levant, Wu, & Fischer, 1996) que incluye la medición de la masculinidad hegemónica y la no hegemónica en ocho factores: evitar la feminidad, actitudes hacia homosexuales, la autosuficiencia, la agresión, el logro/estatus, las actitudes hacia el sexo, la emocionalidad restrictiva y un factor de masculinidad no hegemónica.
Ajustes posteriores del MRNI han identificado subescalas con baja confiabilidad, como es el caso del factor de masculinidad no hegemónica (Levant et al., 2007), y la reducción de ítems (Levant, Hall & Rankin, 2013) en los cuales se han eliminado ítems iniciales del MRNI al tiempo que se han añadido otros. Otras versiones se han desarrollado y ajustado para comprender cómo se establecen roles de género en la adolescencia, por ejemplo, el MRNI-A (Brown, 2002; Levant, Graef, Smalley, Williams, & McMillan, 2008).
El concepto de masculinidad en general se ha trabajado en Latinoamérica desde diferentes ciencias sociales, incluida la psicología, en el que ha predominado para su análisis el uso de metodologías cualitativas (Hernández, 2008; Vázquez & Castro, 2009). También se reconocen estudios psicométricos que han abordado la masculinidad hegemónica de forma indirecta, por ejemplo, aplicando escalas de expresividad y homofobia (Lozano & Rocha, 2011) y de forma directa a través de adaptaciones de la escala de roles de masculinidad de Levant y Fischer (Toro-Alfonso, Walters-Pacheco, & Sánchez, 2012). No obstante, reconocemos que la investigación que utiliza medidas objetivas es aún escasa, por lo tanto, con un gran potencial de desarrollo en el área de las masculinidades.
El abordaje de la medición de las masculinidades en países latinoamericanos se ha desarrollado desde distintas perspectivas teóricas. Por ejemplo, en México se desarrolló el IMAFE (Inventario de Masculinidad y Feminidad) (Lara, 1993) el cual, a su vez fue validado en adolescentes y jóvenes colombianos (Martínez-Gómez, Guerrero-Rodríguez, & Rey-Anacona, 2012) y evalúa los roles de género como un rasgo más de la personalidad. En la misma línea teórica de Lara (2003), Barra (2004) construyó un inventario para evaluar roles sexuales basado en la teoría de los esquemas de Bem (1981), el cual mide roles típicamente femeninos (expresivos) y típicamente masculinos (instrumentales) y otros roles indiferenciados y andróginos. A pesar de que estos trabajos reflejan un avance importante, mantienen una postura binaria del género y no evalúan explícitamente roles de género propios de orientaciones sexuales no normativas u homosexuales. Así, el inventario de roles de masculinidad hegemónica IRMH traducido del MRNI se convierte en una alternativa muy promisoria.
Además de lo señalado anteriormente, se identificó que el IRMH-M es la única versión a la fecha, traducida y adaptada al español del MRNI (Toro-Alfonso & Varas-Díaz, 2003). Por lo tanto, es necesario evidenciar su comportamiento psicométrico en diferentes poblaciones y contextos, para mostrar las potencialidades en el análisis de la masculinidad hegemónica en estudios que involucran a hombres hispanohablantes. El presente estudio busca realizar un análisis psicométrico del IRMH-M en una muestra de varones residentes en la ciudad de Tunja (Colombia).
Método
Diseño
La presente investigación es de carácter psicométrico de tipo instrumental, debido a que estuvo encaminada al desarrollo de pruebas y aparatos, incluyendo tanto el diseño o adaptación, como el estudio de las propiedades psicométricas de los mismos (Montero & León, 2007), pretendiendo validar el IRMH-M a la población de hombres residentes en la ciudad de Tunja (Colombia).
Participantes
Participaron 600 hombres residentes en la ciudad de Tunja (Colombia), con edades que oscilaron entre los 18 y 65 (M = 29, DT = 10.75). Los participantes del presente estudio fueron seleccionados a través de muestreo no probabilístico por disponibilidad. Se establecieron como criterios de inclusión el ser mayores de edad y la firma del consentimiento informado.
Consideraciones éticas
Acorde con las normas colombianas para la investigación en ciencias de la salud, se obtuvo consentimiento informado a cada participante (Resolución 8430 de 1993 del Ministerio de Salud, 1993). La participación fue voluntaria y quedó explícito que la investigación no generaría beneficios directos sino indirectos en cuanto a recopilar información relevante que aporte indicios sobre el desempeño psicométrico de pruebas psicológicas. En dicho consentimiento se garantizó la confidencialidad al no solicitar datos personales como número de teléfono o direcciones físicas o electrónicas. Por último, con la firma del consentimiento, los participantes avalaron la publicación de los resultados.
Instrumento
El IRMH-M de Toro-Alfonso y Varas-Díaz (2003) es una versión corta de 30 ítems del MRNI de Levant, Wu y Fischer (1996) el cual constaba de 57 ítems. Toro-Alfonso y Varas-Díaz (2003) lo adaptaron a la población puertorriqueña con un único cambio de sentido en el ítem “when the going gets tough, men should get tough” el cual quedó en la versión en español como “un hombre debe ser fuerte en los momentos difíciles”. Con el argumento de evitar la redundancia y la baja confiabilidad, se suprimieron dos subescalas (autoconfianza y emocionalidad restrictiva). Así, la versión de 30 ítems validada en el presente trabajo corresponde a cinco de las siete subescalas en el MRNI original denominadas: evitación de conductas femeninas, logro/estatus, agresión, rechazo a los homosexuales y actitudes hacia el sexo.
El IRMH-M fue traducido y adaptado en Puerto Rico por Toro-Alfonso y Varas-Díaz (2003) y este se aplicó originalmente en una muestra de hombres homosexuales latinoamericanos en un proyecto denominado “Estudio latinoamericano de bienestar psicológico, calidad de vida y riesgo de trastornos de alimentación en varones gay de diez países”, liderado por Toro-Alfonso y Varas-Díaz de la Universidad de Puerto Rico y Universidad Católica del Norte en Chile respectivamente. El IRMH-M presenta ítems en forma de afirmaciones acerca de lo que un hombre debería exhibir o expresar de acuerdo con un imperativo cultural patriarcal. Posee una puntuación tipo likert (Totalmente de acuerdo = 1, parcialmente de acuerdo = 2, indeciso= 3, parcialmente en desacuerdo = 4, totalmente en desacuerdo = 5) de tal forma que a menor puntaje mayor adherencia a los roles de masculinidad hegemónica. En el presente trabajo se aplicó la misma versión puertorriqueña de Toro-Alfonso y Varas-Díaz (2003).
Procedimiento
Con el objetivo de identificar si existía comprensión de los ítems en el contexto, se realizó una prueba piloto seleccionando 194 participantes, en su mayoría estudiantes de Psicología quienes dieron su consentimiento para su participación voluntaria respondiendo el IRMH-M de Toro-Alfonso y Varas-Díaz (2003). El pilotaje tuvo por objeto validar la comprensión de las instrucciones y de los ítems. Sin embargo, este no sugirió cambio alguno para el instrumento final aplicado. Posteriormente, se realizó una revisión teórica sobre el constructo que se quería medir, para lo cual se consultaron las Bases de Datos, Redalyc, Scielo, Google Académico, ScienceDirect y Psycinfo. Luego se llevó a cabo la recolección definitiva de los datos en sectores comerciales, educativos, organizacionales y públicos de la ciudad de Tunja (Colombia).
Análisis estadísticos
Para establecer la viabilidad del análisis factorial exploratorio (AFE) se calculó el estadístico de Kaiser Meyer Olkin (KMO) y el estadístico de Bartlet. AFE fue implementado mediante la extracción “Factorización del eje principal” y rotación promax, reteniendo ítems con cargas superiores a .40. La confirmación de la estructura factorial se realizó mediante análisis factorial confirmatorio (AFC) utilizando software Lisrel versión 8.8. Para conocer la bondad del ajuste del AFC se calcularon la prueba chi cuadrado de Satorra-Bentler, con grados de libertad (gl) y valor de probabilidad (p), y los coeficiente RMSEA (Root Mean Square Error of Approximation, raíz del cuadrado media del error de aproximación) e intervalo de confianza del 90 % (IC90 %), CFI (Comparative Fit Index, índice comparativo de ajuste), NNFI (No Normalized Fit Index, índice de ajuste no normalizado) y SRMS (Standardized Mean Square Residual, residuo cuadrado promedio estandarizado). Para chi cuadrado se esperó que el valor de probabilidad fuera > 5 %; para RMSEA y SRMR < 0.06. Para CFI y NNFI valores > 0.89 (Morata-Ramírez, Holgado-Tello, Barbero-García, & Mendez, 2015).
Se analizaron los resultados de consistencia interna de las subescalas encontradas en el AFE mediante Alfa de Cronbach y Omega de McDonald. Este último se calculó mediante el software libre R con intervalos de confianza al 95 % (Dunn, Baguley & Brunsden, 2014). Con el fin de evidenciar si el constructo roles de masculinidad hegemónica discrimina entre las distintas subpoblaciones, se realizó un procedimiento de validez discriminante que se calculó mediante la prueba no paramétrica H de Kruskal Wallis, una vez se evidenció que los datos no se distribuyeron normalmente (K.S= .051, p = .001).
Resultados
Primero se presenta el análisis descriptivo de las puntuaciones del IRMH-M, así como las variables edad, estrato, nivel académico y ocupación. Luego se presentan los resultados de validez de constructo seguido por los niveles de confiabilidad por consistencia interna a través del alfa de Cronbach y el Omega de McDonald de la escala total y por subescalas. Finalmente, se presentan los resultados de validez discriminante en aquellas variables en que hubo diferencias estadísticamente significativas.
Análisis descriptivo del IRMH-M
Los puntajes de la variable adherencia hacia los roles de masculinidad hegemónica oscilaron entre 30 y 142 (M=80.95; DE = 24).
La tabla 1 refleja las características más sobresalientes de la muestra. Se observa que la mayoría de los participantes se encuentran en un rango bajo de adherencia a los roles de masculinidad hegemónica; en su mayoría son jóvenes universitarios (25.5 %), técnicos (20.7 %) o con bachillerato terminado (19.2 %). El 52 % solteros y el 82 % pertenecían a estratos dos y tres
Validez de constructo.
Los resultados del índice KMO (0.92) y el valor de significancia para la prueba de esfericidad de Bartlett (7271.56; p<.001) señalan que la matriz de correlaciones no es una matriz de identidad y es factible realizar el análisis factorial. Así, se procedió a realizar un AFE mediante el método de extracción de “factorización del eje principal” debido a que los factores mostraron correlaciones entre sí mayores de 0.20, véase tabla 2.
El método de Kaiser-Guttman, reteniendo aquellos factores con autovalores mayores que 1, sugirió cinco factores. Se reportaron los ítems con cargas superiores a .40, dichas cargas oscilaron entre .41 y .76. Además, se mantuvieron aquellos ítems con mayor coherencia teórica dentro del factor y se excluyeron los ítems 2, 7, 11, 16, 21 y 27, los cuales tenían cargas inferiores a .40. Lo anterior, sin afectar la confiabilidad de las subescalas y el mínimo de 3 ítems por factor, según las recomendaciones de Campo-Arias, Herazo y Oviedo ( 2012). En la tabla 3 se observa la nueva versión de 17 ítems, así como su respectiva distribución de cargas factoriales en cada factor.
Como se puede apreciar en la tabla 3, el factor con mayor porcentaje de varianza y mayor número de ítems es Logro/estatus. Basado en los autovalores iniciales, el porcentaje de varianza total explicado es de 64 %.
Análisis de confiabilidad de IRMH-M. Se obtuvieron medidas de consistencia interna del instrumento adecuadas, tanto por subescalas, como para el total (Cronbach =.88) y (Omega de McDonald = .90), las cuales mostraron que la escala posee una alta confiabilidad. La consistencia interna por subescalas se estimó a través de los factores encontrados en el AFE; se encontraron niveles de confiabilidad adecuados con valores de Alfa de Cronbach (α) y Omega de McDonald entre .70 y .79 (véase tabla 3). También se encontró que en todos los ítems la correlación ítem total corregida fue superior a .30, lo cual indica que los ítems del IRMH-M exhiben una adecuada homogeneidad, variando desde un mínimo de r=.33 a un máximo de r=.65. Además, se obtuvo que todos los ítems contribuyen a la confiabilidad, ya que al eliminar alguno de ellos la confiabilidad no aumenta.
No obstante, y dado que la regla de Kaiser Gutman tiende a sobreestimar o subestimar el número de factores, se decidió confirmar el número de factores obtenidos en el AFE mediante AFC. La tabla 4 muestra los resultados del AFC para el modelo pentactorial de 30 ítems del cual se partió y la versión reducida nueva compuesta por 17 ítems.
Tabla 3. Análisis factorial exploratorio y confiabilidad por subescalas del IRMH-M
Nota:IC Intervalo de confianza.
Fuente: elaboración propia.
Tabla 3. Análisis factorial exploratorio y confiabilidad por subescalas del IRMH-M (Cont...)
Nota:IC Intervalo de confianza.
Fuente: elaboración propia.
Tabla 4. Análisis factorial confirmatorio del IRMH-M en su versión de 30 y 17 ítems reducida
Nota:Método de estimación: DWLS. Todos los x2: p<0.001. IC Intervalo de confianza. S-B x2: Chi cuadrado de Satorra Bentler; gl:Grados de libertad; RMSEA: Root Mean Square Error of Approximation; AIC: Akaike Index; CFI: Comparative Fit Index; AGFI: AdjustedGoodness of Fit Index
Fuente: elaboración propia.
Validez discriminante del IRMH-M.
Se comparó el puntaje total obtenido en el IRMH-M de acuerdo con el nivel educativo encontrando diferencias significativas (x2(7)= 34.9, p< .001) lo cual, indicó que a menor nivel educativo mayor adherencia a los roles de masculinidad hegemónica. Por su parte, al realizar la comparación entre el puntaje total obtenido en el IRMH-M de acuerdo a la ocupación, se encontraron diferencias significativas (x2(7)= 27.14, p< .001) indicando que existe un arraigo diferente a los roles tradicionales de masculinidad en relación a la ocupación del participante. En cuanto a los tres rangos de edad, la prueba permitió establecer diferencias significativas (x2(2) = 7.13, p = .028) siendo mayor la adherencia a los roles de masculinidad a mayor edad. No obstante, las diferencias fueron significativas sólo entre el grupo de 18 a 25 y el grupo de 36 a 65 años.
Con relación a nivel socioeconómico, se tomaron los niveles con mayor número de participantes (estratos 1 a 4). Los hallazgos también fueron estadísticamente significativos (x2(3) = 11.81, p= .008), siendo mayor la adherencia a los roles de masculinidad en el estrato uno en comparación con el estrato dos. Entre los estratos dos a cuatro, la tendencia fue creciente, a mayor estrato, menor fue la adherencia a los roles de masculinidad. Respecto a estado civil y orientación sexual, no se encontraron diferencias significativas en cuanto a roles de masculinidad hegemónica.
Discusión y conclusión
El objetivo del presente estudio fue analizar las propiedades psicométricas del IRMH-M en población masculina adulta residente en Tunja (Colombia). Los datos encontrados reflejan que el IRMH-M presenta propiedades psicométricas adecuadas tanto en los niveles de confiabilidad de las distintas dimensiones como una muy buena validez de constructo. Igualmente, el constructo discrimina adecuadamente entre algunas variables como nivel académico y ocupación.
El AFE encontró cinco factores correlacionados entre sí, indicando que los factores son parte de una realidad teórica común llamada masculinidad hegemónica. Dichos factores estuvieron compuestos por ítems con pesos factoriales mayores a .40, conforme a rigurosos estándares exigidos (MacCallum, Widaman, Zhang & Hong, 1999; Williams, Brown & Onsman, 2010). En el presente estudio, cada factor estuvo compuesto por un número adecuado de ítems (mayor o igual que tres) y hubo correspondencia entre la agrupación de los ítems según los factores donde se esperaba que cargaran. Para hacer una comparación, ver la versión de Levant et al. (1996) que presentan los ítems completos del inventario.
Con respecto al AFC, el índice GFI indica cuánto mejor se ajusta el modelo a los datos comparados con la ausencia de cualquier modelo. Así mismo, indica la varianza común entre el modelo propuesto y los datos. Es bueno si es igual o superior a 0,95; con base en lo encontrado, el ajuste es muy bueno. Lo mismo ocurre con los índices NNFI y CFI.
Para el caso de RMSEA, se presenta un buen ajuste si es igual o inferior a 0,06 (Hu & Bentler, 1999). En efecto, en ambos modelos de la versión de 17 ítems, los índices RMSEA son muy buenos. SRMR representa el valor residual promediado entre la matriz de varianzas-covarianzas del modelo propuesto y la matriz de varianzas-covarianzas de la matriz de datos. Suele exigirse que sea igual o inferior a .06 (Hu & Bentler, 1999), por lo que, para ambos modelos, este índice está también dentro de los límites exigidos.
En general, el modelo de cinco factores es mejor al modelo de cinco factores más uno de segundo orden, ya que el valor del índice AIC es más bajo. De las dos versiones de 30 y 17 ítems, la versión reducida resulta con mejores índices de ajuste. Es de notar que el método de extracción del AFC aplicado es DWLS (Diagonally weighted least squares) y este método es recomendado cuando no se cumple la normalidad multivariada (Jöreskog, Sörbom, Totit & Du toit, 2001; Morata-Ramírez et al., 2015).
El índice de consistencia interna obtenido por Toro-Alfonso y Varas-Díaz (2003) mediante Alfa de Cronbach fue de .90, el presente estudio encontró una cifra similar (.88). La confiabilidad por subescalas del presente estudio nunca fue inferior de .70 en ninguno de los dos índices, Alfa y Omega. Así, el presente estudio encontró confiabilidad de las subescalas superior a estudios previos, (confróntese con Levant & Majors, 1995; Levant et al.,1996; Levant, et al., 2003). Además, el presente estudio añade fortaleza a los resultados de confiabilidad, puesto que se informa el Omega de McDonald con su respectivo intervalo de confianza al 95 %. Históricamente, no ha habido una tradición importante en corroborar la precisión con la cual está midiendo la prueba mediante varios índices, ya que la mayor parte de los estudios sólo informan el Alfa de Cronbach, el cual tiene serias deficiencias (Dunn et al., 2014).
Validar una prueba psicológica no solo consiste en buscar realizar un análisis factorial y la consistencia interna adecuada; también es importante identificar que el instrumento discrimine según las diversas subpoblaciones a la que fue aplicado. En cuanto al nivel académico y ocupación, se encontraron diferencias significativas. No obstante, no se encontró literatura previa que permitiera contrastar dicho hallazgo.
Con relación a la edad, el presente estudio encontró diferencias significativas entre distintos grupos etarios no adyacentes, pero no entre grupos adyacentes. Dicho hallazgo es consistente con los resultados de Martínez-Gómez et al. (2012) quienes no hallaron diferencias estadísticamente significativas en rasgos de masculinidad feminidad entre adolescentes y adultos jóvenes colombianos. Específicamente, nuestro estudio encontró diferencias entre dos rangos, adultos jóvenes y adultos mayores de 36 años, siendo los roles de masculinidad superiores a mayor edad. Consistente con lo anterior, Rizvi (2000) (citado en Levant & Richmond, 2007) encontró que, a mayor edad, se presenta una mayor adherencia a los roles de masculinidad hegemónica. Es posible que existan diferencias intergeneracionales y no entre etapas del ciclo de vida.
Asimismo, los estudios de Levant y Richmond (2007) y Bard (2016) hallaron que a menor ingreso y por tanto menor estrato socioeconómico, menor arraigo a los roles de masculinidad hegemónica. Este resultado es consistente con lo encontrado en el presente estudio entre los estratos dos a cuatro, que mostraron dicha tendencia. Sin embargo, no es posible asegurar que las diferencias sean significativas debido a que la prueba H de Kruskal Walis no permite establecer entre qué estratos específicamente hubo diferencias. En consecuencia, el IRMH-M arroja resultados consistentes, ya que se espera que a mayor estrato mejor es el nivel educativo alcanzado, ambas variables asociadas a roles de masculinidad más bajos. Esto, posiblemente porque mayor educación e ingresos también implican mayor flexibilidad en los roles de género (Levant et al., 2003).
Conforme a lo esperado, el presente estudio arrojó una estructura pentafactorial, que replica la mayor parte de los ítems de 5 de las 7 subescalas de Levant, Wu y Fisher (1996), evidenciando semejanzas en cómo los hombres construyen su masculinidad en diversos contextos (Estados Unidos y Colombia). Los resultados muestran que el IRMH-M versión reducida compuesta por 17 ítems, brinda datos claros y precisos para la población masculina residente en Tunja (Colombia) que contribuyen con una mejor comprensión de la vivencia de la masculinidad en esta zona del país.
El uso de los dos métodos AFE y AFC usados en el artículo es una ganancia en la comprensión del atributo y constituye un aporte a la exploración del IRMH-M en un contexto latinoamericano como Colombia y en la confirmación de la estructura subyacente de la masculinidad hegemónica. Cada uno de los métodos es distinto y tienen un lugar importante en la psicometría. El primero de explorar y construir la teoría y el segundo confirmar la estructura factorial subyacente previamente formulada y establecida en un contexto, es decir, entender el nivel de ajuste de los datos a la teoría, véase, Lloret-Segura, Ferreres-Traver, Hernández-Baeza y Tomás-Marco ( 2014). Como lo sugiere Gómez, Lazcano y Salazar (2007), la validación de un instrumento para un contexto determinado permite conocer de una mejor manera el comportamiento de las personas y contribuye a pensar en la mejor intervención para el caso. Así mismo, es esencial contar con instrumentos culturalmente validados, dado que los reactivos y términos empleados originalmente responden a un determinado contexto.
Dentro de las recomendaciones para futuras investigaciones, se sugieren más estudios con variadas poblaciones en los que se evalúen, la raza, el sexo, la generación, la orientación sexual, nivel de estudios, ocupación y estado civil, entre otros, que permitan confirmar o refutar los hallazgos del presente estudio. Otra sugerencia es la búsqueda de un criterio adecuado que permita establecer la validez convergente de la prueba y la comparación de los resultados entre teoría de respuesta al ítem TRI y teoría clásica de los test TCT.
Es muy probable que conforme cambian las características sociales, económicas y culturales de nuestra sociedad, muchos de los ítems deban ser reemplazados y adaptados. Esto en consonancia con el modelo teórico socio-construccionista de masculinidad que sustenta la noción del constructo masculinidad hegemónica, en el que la masculinidad no es atemporal ni universal sino contextual y dinámica (Hernández, 2008). Se sugiere además que en investigaciones futuras el constructo sea validado en mujeres.
Se concluye que el IRMH-M posee propiedades psicométricas adecuadas y este inventario puede usarse en investigaciones que indaguen sobre el constructo y su posible influencia en la salud de los hombres. También puede usarse por profesionales de la salud y la clínica interesados en intervenir en la reducción de los roles tradicionales de masculinidad que afectan la salud mental de quienes reportan alta adherencia a los roles de masculinidad hegemónica, que en la actualidad se ha convertido en el motor de la violencia asociada al género.
